于夢(mèng)璇，王波

（1.國(guó)家海洋局北海信息中心，山東 青島266033；2.山東省海洋生態(tài)環(huán)境與防災(zāi)減災(zāi)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，山東青島266033）

引言

海涂，又稱灘涂，是海陸銜接、交替和相互作用的地帶，它是由河流夾帶的泥沙經(jīng)潮汐不斷漲落而沉積在河口和海岸地帶形成的，一般是指潮間帶新沉積的灘地。海涂是水產(chǎn)養(yǎng)殖和發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要基地，具有面積大、分布集中、區(qū)位條件好、農(nóng)牧漁業(yè)綜合開發(fā)潛力大的特點(diǎn)。我國(guó)海涂總面積217.04萬(wàn)hm2，主要分布在北起遼寧，南至兩廣、海南的海濱地帶，是海岸帶的一個(gè)重要組成部分。海涂的自然資源有土地資源、咸淡水資源、鹽業(yè)資源、水產(chǎn)資源、陸生植物、海藻資源、風(fēng)景旅游資源以及潮汐能源等。豐富的海涂自然資源適合于發(fā)展海水養(yǎng)殖業(yè)、海鹽業(yè)、濱海采礦業(yè)和海洋旅游業(yè)。

海涂養(yǎng)殖是我國(guó)海水養(yǎng)殖的重要組成部分，具體指利用潮間帶和低潮線以內(nèi)的水域，直接或經(jīng)整治、改造后從事海水養(yǎng)殖、增殖或者進(jìn)行護(hù)養(yǎng)、管養(yǎng)和栽培。通常直接利用海涂進(jìn)行養(yǎng)殖的，以貝類、海藻類為主；經(jīng)整治或改造后建成潮差式、半封閉式或封閉式的魚塭進(jìn)行養(yǎng)殖的，以魚、蝦類居多。海涂養(yǎng)殖的重要地位可以通過海涂養(yǎng)殖面積與海涂養(yǎng)殖產(chǎn)量看出（數(shù)據(jù)來(lái)源于 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（1998—2009）》和 《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)年鑒（1998—2009）》）。由圖1可知，1997年—2007年我國(guó)海涂實(shí)際養(yǎng)殖面積占海水養(yǎng)殖總面積的四成以上，即便在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)最嚴(yán)重的2008年，這一比重也接近四成；由圖2可知，我國(guó)海涂養(yǎng)殖業(yè)快速發(fā)展，產(chǎn)量呈現(xiàn)總體遞增態(tài)勢(shì)，在海水養(yǎng)殖總產(chǎn)量中所占的比重也維持在40%以上。

①海涂實(shí)際養(yǎng)殖面積計(jì)算公式：（地區(qū)灘涂可養(yǎng)殖面積÷地區(qū)海水可養(yǎng)殖面積）×地區(qū)實(shí)際海水養(yǎng)殖面積。

1 粘性要素理論概述

②由于統(tǒng)計(jì)口徑變化，海涂養(yǎng)殖產(chǎn)量采用分段計(jì)算公式：1997年—2005年為（灘涂養(yǎng)殖產(chǎn)量÷海水養(yǎng)殖總產(chǎn)量）×地區(qū)海水養(yǎng)殖產(chǎn)量；2006年—2008年為（地區(qū)灘涂可養(yǎng)殖面積÷地區(qū)海水可養(yǎng)殖面積）×地區(qū)海水養(yǎng)殖產(chǎn)量。

自大衛(wèi)·李嘉圖提出“比較優(yōu)勢(shì)原理”以來(lái)，空間自然條件作為一種生產(chǎn)要素漸漸被主流經(jīng)濟(jì)學(xué)理論研究忽視。雖然赫克歇爾·俄林提出“要素稟賦貿(mào)易理論”，并開始在經(jīng)濟(jì)學(xué)分析中重視不同空間中生產(chǎn)要素的稟賦差異，卻由于“里昂惕夫悖論”的提出，而未能經(jīng)受住現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)。直至上世紀(jì)80年代，克魯格曼在研究新貿(mào)易理論時(shí)，才重新注意到空間要素在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要地位[1,2]。以克魯格曼、藤田昌久為代表的“新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)派”認(rèn)為：區(qū)域經(jīng)濟(jì)獲得持續(xù)增長(zhǎng)的原因是該區(qū)域內(nèi)產(chǎn)生聚集經(jīng)濟(jì)③注意區(qū)分“產(chǎn)業(yè)集聚”和“聚集經(jīng)濟(jì)”兩個(gè)概念，前者僅指產(chǎn)業(yè)的一種空間布局現(xiàn)象，后者則擁有更深刻的經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵，例如外部經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等，本文研究前者?，F(xiàn)象；而聚集經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的原因則是在該區(qū)域內(nèi)活動(dòng)的經(jīng)濟(jì)組織可以獲得外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)。由于海洋經(jīng)濟(jì)活動(dòng)同樣表現(xiàn)出強(qiáng)烈的空間聚集現(xiàn)象[3]，因此可以應(yīng)用該學(xué)派的理論框架進(jìn)行分析。進(jìn)一步的問題是，如果由產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)組織在該區(qū)域集中開展生產(chǎn)活動(dòng)，那么又是什么導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)組織在該區(qū)域而非其他區(qū)域進(jìn)行最初的活動(dòng)呢？正如克魯格曼等在 《空間經(jīng)濟(jì)學(xué)》[4]中所寫：“經(jīng)濟(jì)地理的定義就是要解釋人口與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的集中現(xiàn)象……在這種聚集經(jīng)濟(jì)中，空間集中本身創(chuàng)造了有利的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，從而支撐了進(jìn)一步或持續(xù)的集中……在某些場(chǎng)合中，僅僅假定這種聚集經(jīng)濟(jì)的存在就已經(jīng)足夠了……更重要的問題在于，通過把規(guī)模報(bào)酬遞增的源泉模型化并應(yīng)用于空間集中?！?/p>

分析現(xiàn)實(shí)中各種區(qū)域聚集經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象后，筆者認(rèn)為造成產(chǎn)業(yè)集聚的根本原因在于特定區(qū)域內(nèi)的要素稟賦情況。如果一個(gè)區(qū)域擁有某種不可流動(dòng)或者難以替代的生產(chǎn)要素，則稱這種生產(chǎn)要素為“粘性要素”，同時(shí)依賴于該生產(chǎn)要素的一些產(chǎn)業(yè)就會(huì)在該區(qū)域集聚，逐漸產(chǎn)生聚集經(jīng)濟(jì)，為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供持續(xù)動(dòng)力。按照這個(gè)分析過程，海涂資源作為海水養(yǎng)殖業(yè)的一種“粘性要素”，必然會(huì)引起海水養(yǎng)殖業(yè)，進(jìn)而整個(gè)海洋產(chǎn)業(yè)的集聚，其經(jīng)濟(jì)機(jī)理如圖3所示。

圖3 海涂資源粘性作用機(jī)制Fig.3 Acting mechanism of tidal flat stickness

然而包括本文所研究的海涂資源在內(nèi)，現(xiàn)實(shí)中并不存在一種絕對(duì)不可流動(dòng)或者絕對(duì)不可替代的生產(chǎn)要素。所以在考慮一個(gè)區(qū)域能否因這種粘性要素的存在而引起產(chǎn)業(yè)集聚時(shí)，還必須考慮粘性要素與流動(dòng)性要素之間的替代問題。綜合考慮一種生產(chǎn)要素的流動(dòng)性和替代性，可以得到四種不同性質(zhì)的“粘性要素”，見表1。

表1 粘性要素性質(zhì)分類表Tab.1 Property classification of sticky elements

顯然，就第Ⅰ種情況來(lái)看，如果一種生產(chǎn)要素既不能流動(dòng)又不能被替代，那么它必然是粘性要素可以引起產(chǎn)業(yè)集聚，此種情況不需證明。第Ⅳ種情況兼有第Ⅱ、Ⅲ種情況的特征，因此只需證明第Ⅱ、Ⅲ種情況中的生產(chǎn)要素為粘性要素能夠引起產(chǎn)業(yè)集聚即可。特別的，由于本文研究的海涂資源屬于第Ⅲ種情況，因此下文主要針對(duì)該種情況構(gòu)建模型給出證明④本文還構(gòu)建了第Ⅱ種情況的數(shù)理模型，限于篇幅故略去，感興趣的讀者可來(lái)函索要。。

2 海涂資源粘性模型

假設(shè)距離為1的兩個(gè)地區(qū)A和B，其中A地?fù)碛胁豢闪鲃?dòng)的海涂資源，B地沒有，并標(biāo)記海涂資源使用量為x?，F(xiàn)在考慮一個(gè)具有擬線性生產(chǎn)函數(shù)[5]的海水養(yǎng)殖廠商選址問題。之所以考慮這種特殊形式的生產(chǎn)函數(shù)，首先是因?yàn)樗砹艘活愄囟ㄐ袠I(yè)——海水養(yǎng)殖業(yè)，顯然并非所有行業(yè)的廠商都會(huì)被海涂資源所束縛；其次是因?yàn)樵撋a(chǎn)函數(shù)的等產(chǎn)量曲線如圖4所示，符合海涂資源不可流動(dòng)但可被替代的客觀情況。

寫出單位技術(shù)水平時(shí)的廠商生產(chǎn)函數(shù)為：

式中：彈性參數(shù)β∈ [0,1]意味著規(guī)模報(bào)酬不變。于是可得資本K與勞動(dòng)L對(duì)要素x的邊際技術(shù)替代率分別為：

圖4 擬線性生產(chǎn)函數(shù)的邊際技術(shù)替代率Fig.4 MTRS of quasilinear production function

設(shè)該廠商在兩地間的C處選址，距離A地l，距離B地1-l，如圖5所示。

圖5 海水養(yǎng)殖廠商生產(chǎn)區(qū)位Fig.5 Production locations of maricultrue manufacturers

由于要素x不可流動(dòng)，不妨以資本K替代之⑤此處以勞動(dòng)要素替代亦可，不影響模型結(jié)論。。寫出此時(shí)廠商利潤(rùn)函數(shù)為：

考慮廠商利潤(rùn)最大化行為前，先要考慮兩地居民如何根據(jù)自身效用最大化行為來(lái)確定對(duì)海水養(yǎng)殖產(chǎn)品X的最優(yōu)消費(fèi)量。不妨設(shè)兩地居民具有相同的柯布-道格拉斯效用函數(shù)，于是一個(gè)地居民將面臨如下的最大化問題：

由于假設(shè)勞動(dòng)力在兩地間的流動(dòng)成本為0，所以兩地居民收入相同，則根據(jù)對(duì)稱性可知B地居民對(duì)海水養(yǎng)殖產(chǎn)品的最優(yōu)消費(fèi)量為：

于是將式（5）～（9）代入式（4）整理得：

再將式（2）代入式（10），最后寫出廠商利潤(rùn)最大化的一階條件有：

3 海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)測(cè)算

3.1 模型設(shè)定及數(shù)據(jù)選取

證明了海涂資源粘性能夠引起海水養(yǎng)殖業(yè)集聚后，本文將進(jìn)一步利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)這種集聚效用的大小進(jìn)行測(cè)算。由第二節(jié)數(shù)理模型的證明過程可知，海涂資源粘性引起海水養(yǎng)殖業(yè)集聚的關(guān)鍵在于海水養(yǎng)殖廠商生產(chǎn)函數(shù)的特殊形式。因此，計(jì)量模型設(shè)定也要從此著手。經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)典研究文獻(xiàn)一般認(rèn)為柯布-道格拉斯形式的生產(chǎn)函數(shù)最有代表性，其優(yōu)點(diǎn)主要有三[6]：首先，該函數(shù)形式可以反映現(xiàn)實(shí)中各種生產(chǎn)要素交錯(cuò)結(jié)合的關(guān)系而非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系；其次，利用該函數(shù)形式分析橫截面數(shù)據(jù)可以有效降低異方差性；最后，可以方便的轉(zhuǎn)化為線性模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，并且待估參數(shù)具有明確的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。所以，本文借鑒彭水軍、賴明勇、包群（2006）[7]提出的包含自然資源投入量的生產(chǎn)函數(shù)形式：

式中：Y為海涂養(yǎng)殖產(chǎn)量，A為海水養(yǎng)殖技術(shù)水平，K為海水養(yǎng)殖業(yè)固定資產(chǎn)投資額，L為從事海水養(yǎng)殖業(yè)的勞動(dòng)力數(shù)，T為海涂資源投入量，βj表示相應(yīng)生產(chǎn)要素的投入產(chǎn)出彈性。

對(duì)式（14）兩邊取自然對(duì)數(shù)即可構(gòu)造如下的對(duì)數(shù)線性模型：

式中：變量下標(biāo)表示“i省t年的變量值”，μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文使用面板數(shù)據(jù)的原因是：首先，面板數(shù)據(jù)不僅可以反映海涂資源粘性在不同省份引起產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的差異，還可以反映海涂資源粘性強(qiáng)弱的動(dòng)態(tài)變化；其次，可以通過擴(kuò)大樣本容量由OLS得到參數(shù)的一致估計(jì)量和穩(wěn)健的統(tǒng)計(jì)量；最后，使模型可以對(duì)非觀測(cè)效應(yīng)變量進(jìn)行研究，就本文研究對(duì)象來(lái)看，可以將此非觀測(cè)效應(yīng)理解為“i省海涂資源品質(zhì)”，顯然該變量?jī)H在截面樣本點(diǎn)之間具有差異，而不隨時(shí)間發(fā)生變化。綜上所述，最終設(shè)定的計(jì)量模型如下：

式中：ai為非觀測(cè)效應(yīng)變量，表示“i省海涂資源品質(zhì)”。

本文選取各省“海涂實(shí)際養(yǎng)殖產(chǎn)量”作為Y值⑥限于篇幅，僅簡(jiǎn)要說(shuō)明各變量的選取情況，讀者可來(lái)函請(qǐng)向作者索取原始數(shù)據(jù)。，單位為“t”。選取“產(chǎn)量”而非“產(chǎn)值”作為被解釋變量的原因有：首先，就生產(chǎn)函數(shù)概念來(lái)看，它本身就是以產(chǎn)品產(chǎn)量進(jìn)行度量的；其次，對(duì)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行分析目的是僅考慮經(jīng)濟(jì)活動(dòng)供給方面，如果以“產(chǎn)值”加以衡量，就融入了對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)需求方面的考慮；最后，即便就供給方面來(lái)看，以“產(chǎn)值”來(lái)衡量也會(huì)將水產(chǎn)品加工、包裝運(yùn)輸?shù)认掠涡袠I(yè)生產(chǎn)活動(dòng)包括進(jìn)來(lái)，造成對(duì)海涂資源粘性引起的集聚效應(yīng)高估。所以，本文認(rèn)為越大的值對(duì)應(yīng)了越高的集聚效應(yīng)。

本文選取各省“海洋漁業(yè)研究人員每百人承擔(dān)的海洋漁業(yè)科研課題數(shù)” 作為A值，單位為“項(xiàng)/百人”。選取比例值而非“海洋漁業(yè)科技研究人員總數(shù)” 或“海洋漁業(yè)科研課題總數(shù)”等絕對(duì)量指標(biāo)，是為了消除省際之間由于宏觀經(jīng)濟(jì)、海洋經(jīng)濟(jì)規(guī)模不同而造成的差異。例如，海洋經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的省份傾向于擁有更多的漁業(yè)研究人員，同時(shí)也能夠承擔(dān)較多的科研課題，若不排除此效應(yīng)，會(huì)造成較嚴(yán)重的異方差和多重共線性問題。

本文選取各省“海洋漁業(yè)新增固定資產(chǎn)投資額” 作為K值，單位為“百萬(wàn)元”。本文選取各省“海洋漁業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)” 作為值，單位為“人”。

本文選取各省“海涂實(shí)際使用面積”作為T值，單位為“hm2”。由于需要衡量海涂資源粘性，所以筆者從兩方面對(duì)海涂的粘性特征進(jìn)行描述：首先是一個(gè)地區(qū)可以實(shí)際投入使用的海涂面積大??；其次是上文提到的海涂資源品質(zhì)。根據(jù)本文第三節(jié)的模型結(jié)論可知，實(shí)際可利用的海涂面積越大，資源品質(zhì)越好其替代成本就越大。

綜上所述，本文提出的驗(yàn)證思路為：海涂資源粘性是否確實(shí)引起海涂養(yǎng)殖業(yè)集聚效應(yīng)將以T、ai的待估參數(shù)符號(hào)是否為正，且顯著是否不為0來(lái)衡量；效應(yīng)大小則由T、ai的待估參數(shù)值來(lái)衡量。全部數(shù)據(jù)來(lái)源于 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998—2009）、 《中國(guó)海洋統(tǒng)計(jì)年鑒 》（1998—2009），并經(jīng)過了作者的初步整理。

3.2 計(jì)量結(jié)果分析

按照面板數(shù)據(jù)模型的一般分析步驟[8]，首先利用豪斯曼統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)非觀測(cè)效應(yīng)變量ai是否與其他解釋變量相關(guān)，以確定該選用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。直觀上，考慮到變量ai與T共同衡量海涂資源粘性，所以二者相關(guān)，應(yīng)選用固定效應(yīng)模型；實(shí)際上，利用軟件得到的豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果也證實(shí)了這一猜想，見表2。此處豪斯曼統(tǒng)計(jì)量為22.274，在0.01的顯著性水平下大于4個(gè)自由度的χ2統(tǒng)計(jì)量值13.28，因此拒絕原假設(shè)，使用固定效應(yīng)模型。

表2 豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Hausman test results

其次利用協(xié)變分析方法決定截距和斜率參數(shù)是否發(fā)生變化。其中截距參數(shù)發(fā)生變化意味著在橫截面樣本間個(gè)體影響不同，斜率參數(shù)發(fā)生變化意味著在同一橫截面樣本上存在變化的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。最終的F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明式（16）應(yīng)為變參數(shù)模型，估計(jì)結(jié)果見表3。

首先來(lái)看海涂資源粘性表征之一“實(shí)際使用面積”的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。由表中數(shù)據(jù)可以看出，所有參數(shù)符號(hào)為正，并且在5%的顯著性水平上通過了雙側(cè)t檢驗(yàn)，正如第三節(jié)理論模型證明的那樣：海涂資源粘性對(duì)海涂海水養(yǎng)殖業(yè)具有顯著正向的集聚作用。另外，可根據(jù)具體參數(shù)值大小對(duì)沿海各省海涂粘性集聚效應(yīng)由大到小進(jìn)行排序：天津、海南、江蘇、河北、遼寧、廣東、廣西、浙江、上海、山東、福建。該參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義為“海涂實(shí)際使用面積投入產(chǎn)出彈性”，以天津市為例，天津市每增加1%的海涂養(yǎng)殖使用面積，將通過產(chǎn)業(yè)集聚作用引起海涂養(yǎng)殖產(chǎn)量增加1.13%；而全國(guó)平均水平為0.78%。

其次簡(jiǎn)要分析一下其他解釋變量。由于很多原始數(shù)據(jù)缺乏統(tǒng)計(jì)資料，因此筆者對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)做了整理估算，盡管這會(huì)在一定程度上引起估計(jì)偏誤，但是模型各解釋變量參數(shù)絕大多數(shù)在5%的顯著水平上通過了雙側(cè)t檢驗(yàn)。從參數(shù)符號(hào)可以看出，很多生產(chǎn)要素的作用在一些省份的海涂養(yǎng)殖業(yè)中沒有得到很好的發(fā)揮，例如天津市的技術(shù)要素，遼寧省的資本和勞動(dòng)要素等。相反，河北、江蘇和海南三省卻最大的發(fā)揮了各種生產(chǎn)要素的作用，為海涂資源粘性的集聚效應(yīng)的徹底發(fā)揮提供了極好的輔助條件，因此這三省的海涂實(shí)際使用面積投入產(chǎn)出彈性均大于1。

表3 變參數(shù)模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果Tab.3 Estimates of variable coefficient model

最后需要說(shuō)明的是上海市。該市的經(jīng)濟(jì)類生產(chǎn)要素似乎都沒有發(fā)揮正向作用，這主要是因?yàn)樯虾Ｊ袨榱吮苊猸h(huán)境惡化，自2001年以后進(jìn)入海涂養(yǎng)殖業(yè)轉(zhuǎn)型期，截至2008年底時(shí)海涂養(yǎng)殖業(yè)已經(jīng)完全退出。因此為了避免異常樣本點(diǎn)的影響，下文的一些分析中將省略上海市。

同時(shí)，為了集中考慮不同省份擁有的海涂資源品質(zhì)情況，本文對(duì)不變參數(shù)模型也進(jìn)行了分析，估計(jì)結(jié)果見表4。之所以在協(xié)變分析檢驗(yàn)后仍然使用不變參數(shù)模型，主要是因?yàn)榇祟惸Ｐ蛯⑺袠颖居^測(cè)值視為一次性抽樣，擴(kuò)大了樣本容量，從而更便于控制其他因素，集中研究注意力于由海涂資源品質(zhì)粘性引起的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)上。

表4 不變參數(shù)模型主要參數(shù)估計(jì)結(jié)果Tab.4 Estimates of Invariable coefficient model

首先由表中數(shù)據(jù)可知，與海涂資源面積粘性對(duì)產(chǎn)業(yè)的集聚效應(yīng)不同，海涂資源品質(zhì)粘性的集聚效應(yīng)是不穩(wěn)定的，即參數(shù)估計(jì)符號(hào)有正有負(fù)。即便將上海市作為異常樣本點(diǎn)排除后，仍有天津、河北、江蘇三省的集聚效應(yīng)為負(fù)。此處參數(shù)符號(hào)為負(fù)的省份只表明該省擁有海涂的品質(zhì)不足以產(chǎn)生集聚效應(yīng)，并不意味會(huì)產(chǎn)生相反的“擴(kuò)散效應(yīng)”。那么該如何理解參數(shù)值為負(fù)呢？筆者認(rèn)為，盡管“非觀測(cè)效應(yīng)”理論上是不隨時(shí)間變化的量，但是考慮到“海涂品質(zhì)”難以被提高卻可以被破壞，所以可將它理解為海涂養(yǎng)殖活動(dòng)對(duì)海涂品質(zhì)的破壞作用，即參數(shù)值越小意味著破壞強(qiáng)度越大，例如，天津市每降低對(duì)海涂品質(zhì)破壞作用1%，可使其對(duì)海涂養(yǎng)殖業(yè)的集聚效應(yīng)提高1.69%；正號(hào)參數(shù)仍然解釋為“海涂品質(zhì)的投入產(chǎn)出彈性”。排除上海以后，全國(guó)海涂資源品質(zhì)的投入產(chǎn)出彈性均值為0.21%，基本上符合第三節(jié)理論模型結(jié)論。

其次，由于海涂資源粘性是通過面積和品質(zhì)共同表現(xiàn)的，那么將兩方面集聚效應(yīng)合在一處討論很有必要。除去上海，利用其余十省的集聚效應(yīng)估計(jì)值做回歸曲線，發(fā)現(xiàn)存在如下的數(shù)量關(guān)系：

式中：自變量為各省海涂面積引起的集聚效應(yīng)大小，因變量為各省海涂品質(zhì)引起的集聚效應(yīng)大小，括號(hào)內(nèi)為t-統(tǒng)計(jì)量。該結(jié)果表明，同一省內(nèi)海涂資源粘性兩種表現(xiàn)引致的集聚效應(yīng)存在“替代”而非“互補(bǔ)”關(guān)系。如果本文論證過程確實(shí)沒有問題，那么該現(xiàn)象的形成原因或可供深入研究。限于篇幅，筆者在此給出一個(gè)供參考的解釋：各省在發(fā)揮海涂資源面積粘性，大力發(fā)展海水養(yǎng)殖業(yè)時(shí)，往往因注重發(fā)展速度而盲目增大開發(fā)面積，從而在一定程度上忽略了對(duì)海涂品質(zhì)的破壞問題。所以，海涂資源粘性原本可以從兩方面發(fā)揮集聚效應(yīng)，現(xiàn)在卻被局限在了單一方面。其政策含義是，各省應(yīng)尋找適宜的海涂養(yǎng)殖開發(fā)規(guī)模，既維持海洋經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，又能最大發(fā)揮資源粘性的集聚效應(yīng)。

最后，由計(jì)量軟件估計(jì)報(bào)告可知此時(shí)模型中各解釋變量參數(shù)值均在1%的顯著性水平下通過了雙側(cè)t檢驗(yàn)，并且各參數(shù)符號(hào)均為正，符合生產(chǎn)函數(shù)理論預(yù)期。當(dāng)然，由于此模型生產(chǎn)要素的參數(shù)值大小并非主要研究對(duì)象，故不予討論。

4 結(jié)論

本文首先通過構(gòu)建海涂資源粘性模型證明，即使在海涂資源可被替代的情況下，仍會(huì)因替代成本過高而對(duì)海水養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)引起集聚效應(yīng)。然后利用面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型對(duì)海涂資源粘性引致的集聚效應(yīng)進(jìn)行了測(cè)算。發(fā)現(xiàn)海涂資源面積粘性確實(shí)引起了正的集聚效應(yīng)，全國(guó)平均的海涂實(shí)際使用面積投入產(chǎn)出彈性為0.78%；海涂資源品質(zhì)粘性引起的集聚效應(yīng)因省而異，在去掉異常樣本點(diǎn)上海后，可知全國(guó)海涂資源品質(zhì)的投入產(chǎn)出彈性均值為0.21%。最后，筆者通過對(duì)各省面積粘性集聚效應(yīng)與品質(zhì)粘性集聚效應(yīng)做回歸分析發(fā)現(xiàn)，二者呈現(xiàn)顯著的替代關(guān)系，這說(shuō)明各省在發(fā)揮海涂資源面積粘性，大力發(fā)展海水養(yǎng)殖業(yè)時(shí)，因盲目增大開發(fā)面積，在一定程度上忽略了對(duì)海涂品質(zhì)的破壞問題。所以，各省應(yīng)尋找適宜的海涂養(yǎng)殖開發(fā)規(guī)模，既保證海洋經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，又保證最大發(fā)揮資源粘性的集聚效應(yīng)。當(dāng)然，這一回歸結(jié)果作為一個(gè)值得研究的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，或許存在其他合理的解釋，有待于進(jìn)一步研究。

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